吐鲁番城市公园游憩满意度影响因素分析

冶建明，李静雅，眭 樱，张 卉，文丁锌

(新疆石河子大学农学院，新疆 石河子 832003)

城市公园作为城市公共开放空间，主要服务对象为城市居民，承担着休憩、娱乐、聚会等服务功能[1]。在城市经济、文化及精神文明的可持续发展中发挥着积极地作用。因此，从直接受益于城市公园的游人视角出发，探究影响游憩品质高低的满意度因子，科学观测满意程度，能够在此基础上为居民游憩活动及休闲生活质量的提高作出具有重要指导意义的对策及建议。

目前城市公园游憩满意度的研究还处于探索阶段，主要集中于对风景旅游区、主题公园、某地整体城市公园等的游憩满意探究及实例分析。汤澍、张维亚从南京紫金山景区环山绿道的骑行游憩者入手，对游憩者景区感知形象和游憩满意度之间的相关性进行了研究[2]。钱隽以森林公园品牌形象、旅游者感知质量、旅游者感知价值、游客满意度四个方面测评游客满意度[3]。于冰沁、谢长坤构建社区公园游憩满意度评价体系，综合分析影响上海城市社区居民游憩感知的6个维度33个子维度的重要性和满意度评价[4]。

综合目前相关研究发现：在游憩者满意度的理论研究相对成熟的基础上，研究集中于游憩者满意度的构成因素及测评和实证研究[5]，评价指标多为模糊评价法、层次分析法等，但针对满意影响因素的探讨，还处于对公园自身建设因素的探究，缺乏游人心理的融合。因此，本文从心理学入手，综合考虑游人构成因素与公园构成因素，采用相对科学的SEM模型构建研究，在经典顾客满意模型之上，通过起因因素的增减和变化导致模型的修正乃至重建，对研究对象满意的形成机制作出最佳的解释。

1 研究方法

1.1 模型构建

1.1.1 影响城市公园满意度的因素

目前，游客满意度研究起始于20世纪90年代初，且多倾向于实证研究[6]，满意度理论大多基于管理和服务领域的顾客满意度理论[6,7]，结合研究对象的特征及影响因素，构建满意度测评模型，以获得科学的评价体系，从而总结出合理的对策及建议。Pizam等在美国麻省柯德角海滨地带游客满意度的研究中，指出旅游资源、服务质量、管理状况、游览设施、交通设施为五大影响因素[8]。Doefman在研究户外活动时，指出游客满意度受个人主观目的、外在条件、期望值与实现能力等影响[9]。Bedimo-Rung等将公园结构、设施条件、可达性等作为影响公园服务效果的主要因素[10]。李琼将南京玄武湖公园作为研究对象，从休闲切入，将影响因素总结为休闲服务、休闲环境、休闲景观等[11]。汪芳等基于无锡城市园林，提出员工服务、拥挤程度、便利性等是影响游憩体验的重要因素[12]。

研究国内外文献得出，城市公园游憩满意度因素极具复杂性与多元化特征[13]。鉴于此，本文从游人构成因素与公园构成因素两方面入手，对潜变量重新定义，同时对相应的观测变量更新补充，构建全面的城市公园居民游憩满意度模型。

1.1.2 城市公园居民游憩满意度模型

本文构建的居民游憩满意度模型（图1）源自ACSI的核心思想，结合游人构成因素与公园构成因素，对模型的潜变量及观测变量进行调整更新。

其主要改进在于：一是感知质量中观测变量的修改。感知质量具有多样性及复杂性，本文将观测变量细分为目的地软件条件（环境、交通、活动项目、基础项目等）与目的地硬件条件（服务、经营管理、社会与文化特性等）两大类，在此类别上衍生出18个观测变量对感知质量进行测量。二是观测变量的遴选。感知质量中，参照风景园林规划设计要素，增加了地形、建筑、水景等要素变量，构建了较为客观科学的反馈机制[14]。同样，感知价值中，将游客花费的时间、投入的精力纳入观测要素，综合为出游成本而感知，使得模型更具解释力。

图1 城市公园居民游憩满意度模型Figure 1 Residents'recreation satisfaction index model of city parks

1.2 问卷与量表设计

调查问卷主要涉及两部分内容，第一部分是调查对象的基础资料，第二部分是对35个观测变量进行的调查题项。题项采用Likert（李克特）五级量表法进行测量[15]。

1.3 数据收集

参考《城市绿地分类标准》，结合本论文的研究需求，将吐鲁番城市公园分成综合公园、专类公园、社区公园、带状公园四个大类。案例公园地的选取尽量分布在吐鲁番东南西北的各个区域，以期调查结果尽可能全面，共随机发放600份问卷，回收573份，回收率为95.5%，其中获得有效问卷546份。

2 结果与分析

2.1 样本数据分析

2.1.1 居民人口统计特征分析

样本的居民人口特征调查结果见表1。结果显示：吐鲁番常住居民占67.2%，省外游客占24.7%，因此经常游憩公园人群共约占90%，符合调查居民游憩满意度的基础条件要求。

表1 被调查者基本情况Table1 The basic information of respondents in survey

2.1.2 信度与效度分析

2.1.2.1 信度分析

为了使调查信息全面可信，需要对问卷中涉及到的各个数据进行信度检验分析[15]，本调查量表克朗巴α哈系数（Cronbach's Alpha，CA）在0.622和0.876之间，整体信度为0.882，满足总量表信度系数在0.8以上的检验标准，因此问卷具有较高的信度（表2）。

2.1.2.2 效度分析

运用SPSS软件进行验证性因子分析，展开KMO检验和Bartlett球形检验[15]。KMO取值越接近于1，因子分析的效果越好，计算得出值为0.847，由此认为样本数据适合于因子分析（表3）。同时P值为0.000（<0.001），说明各变量间具有相关性，因子分析有效。

表2 问卷信度分析Table2 Analysis of questionnaire reliability

表3 KMO值和Bartlett球形检验Table3 KMO and Barlett's values of sphericity

如表4所示，除“地方特色”与“游览安排”因子载荷数小于0.5，其余观测变量均在0.5之上，分析发现：游览安排与标识系统在概念上有所重复，因此不保留这一变量。对于地方特色而言，一方面由于我国城市化发展及世界全球化导致的文化冲击，公园建设本身趋于统一化，越发不具地方特色。另一方面由于人口迁移与流动，居民对于公园的使用大多集中于休憩娱乐，不太注重公园特色。变量的组合信度为0.64~0.90，具有较好的一致性。通过平均方差抽取量AVE来考察模型聚和效度，检验结果显示，“顾客抱怨”未到达建议界值0.5，其余潜变量均在其之上，说明题项对变量的解释性较好。

2.2 模型的检验与修正

2.2.1 模型检验

经过上述因子分析后，对拟合度较低的观测变量进行调整，调整后模型共包含33个观测变量和7个潜变量。对城市公园游憩满意度进行假设验证，通过结构方程式的LISREL8.80 Student软件包估计，得到模型标准化路径系数（图2）。

表4 效度分析Table4 The validity analysis

随后，通过t检验法进行路径系数显著性检验[15]（表5）。结果表明：顾客抱怨对顾客忠诚路径未通过t检验，模型存在不足，需进一步修正。检验修正模型的衡量指标主要分为卡方检验（X2），拟合优度指数（GFI），非规范拟合指数（NNFI），近似误差的均方根（RMSEA）、比较拟合指数（CFI）等。 从结果看出，RMSEA 为 0.122， 而 NNF（0.912）、CFI（0.917）、IFI（0.903）均在0.9以上，证实模型整体拟合有待改善（表6）。

表5 结构方程模型标准回归路径系数Table5 The standardization regression path coefficients in structural equation model

图2 居民游憩满意度模型标准化参数估计路径图Figure 2 The path diagram of RRSI’s standardized parameter estimation

表6 模型的配适度分析Table6 The match degree analysis of the model

2.2.2 模型修正

模型修正主要有两种方法：一是增加MI值较大的路径，若增加后卡方值明显减小且可被理论解释，则路径修正合理；二是删除部分不必要的路径，若删除后拟合优度指标未发生太大变动，卡方值未出现明显增加，且可被理论解释，则路径修正合理。

首先，考虑增加路径。找出修正指数MI最大的路径可达程度（η2）→顾客忠诚（η6），增加路径 β62后，从数据上来看：RMSEA达到标准，卡方值明显减小，从理论意义来看：居民进行游憩活动的基础即为良好的可达程度，会直接导致游憩忠诚。故支持增加路径β62。

其次，考虑删除部分路径，通过分析发现，居民抱怨（η5）对居民忠诚（η6）和可达程度（η2）对顾客预期（η3）这两条路径t值较小。若删除路径β65，理论上：若游憩抱怨越多，居民的公园忠诚度下降甚至消失。数据上：卡方值无显著变化且拟合指数变化不大，故支持删除路径β65。若删除路径β32，理论上：可达程度越好，其对顾客预期也有较为显著的效果（出游成本低），故保留该路径。如表7所示，经过增删修整，模型拟合指标有所改善，RMSEA达到标准，标准化参数估计路径图（图3）如下。

表7 修正模型的配适度分析Table7 The match degree analysis of modification′s model

图3 居民游憩满意度模型修正标准化参数估计路径图Figure 3 The path diagram of modified RRSI's standardized parameter estimation

2.2.3 结果分析

（1）从修正模型拟合度结果看：一是参照风景园林设计要素增添的观测变量（Y14~Y18）的外载荷系数较大，说明这四个变量对潜变量的作用明显，感知质量中观测变量的增删有意义的；二是增加可达程度→顾客忠诚路径，删除居民抱怨→居民忠诚路径之后，模型拟合指标有所改善，使得模型更具紧密关联性与科学客观性。

（2）满意度影响因子中，可达程度影响效应为0.46，是第一大因素。感知质量居于第二位，路径系数为0.32。感知价值也具有相应的影响力，为0.21。可达程度对满意度有正向显著影响，且通过对感知质量的间接效应对满意度产生影响。说明公园可达性直接或间接影响着居民游憩满意度，因此，在公园设计及建设初期需要着重考虑公园绿地可达性问题。顾客预期对感知价值存在负向显著影响。

（3）进一步分析发现，在影响可达程度的4个观测变量（Y3~Y6）中，“与居住区的距离（Y4）”和“出入口分布（Y5）”的因子载荷系数较高，说明这两个因子对潜变量作用更显著。在感知质量的影响因子中，“公园规模（X2）”、“公园治安（X9）”、“休憩设施（X10）”、“植物（X17）”和“道路安排（X18）”的因子载荷均为0.8以上，说明这5项观测变量对城市居民满意度存在较大影响。表明在公园管理中，治安有保障，休憩设施完善，植物搭配合理等，有助于提高城市公园游憩品质。在感知价值中，“出游成本（Y2）”相较于其他变量因子，其因子载荷系数较大，影响效果较显著。

3 结论与讨论

本文通过对吐鲁番城市公园的实地调研与考察，结合问卷调查，对模型进行检验修正，探究吐鲁番城市居民游憩满意度影响因素与方式，并提出如下优化建议和改进策略：

（1）完善城市用地规划，构建绿地网络系统，提高公园可达程度。一方面，合理布置出入口，缩短至公园的时间，提高便捷度、可达性。另一方面，结合城市自身的自然、生态、社会及人文环境等条件确定公园用地面积及性质，在城市建设架构之下，构建大区域城市公园绿化系统网络。

（2）注重生态自然和谐，延续城市历史文化，提升公园游憩吸引。基于吐鲁番干旱、高温的地理气候条件，城市公园应加大力度养护 植物、维护生态环境，增加城市公园游览吸引力。加强建筑、休憩设施、景观小品的修缮及保护，继承和发扬城市文脉，打造发展特色名片，提升活动参与价值。基于公园资源环境，寻求与政府的合作，定期承办主题表演、节庆文化活动，提高民众认知度与参与性。

（3）加强公共设施建设，营造良好游憩环境，保障公园服务质量。在吐鲁番城市公园今后的建设过程中合理布置园区公共设施，完善道路景点标识系统，引导游客人流导向，保障游憩质量。在公园管理人员服务方面，加强对员工的业务培训，将居民满意度与工作人员服务表现直接关联，构成正向提升关系，从而营造融洽的人文环境，提升游憩舒适度。